日本の交易条件と均衡為替レート

日本の交易条件と均衡為替レート
宇南山
東京大学合
交易条件・為替レート辻、それぞれが内生変数でありながら、しばしば一方が他方
会決定するという単純な悶巣関係安前提として分析が持われてきた a 本穏では本源的
な要菌、特に生産性に着目し、為替レートと交易条件の相互依存欝係を明らかにした。
まず交易条件のデータについて概観し、おヱドの貿易財産業の特質を捉えた。その上で
理論モデルを構築したむ長期的な均衡において 為替レート・交易条件を決定する婆思
l
として生産性、原油などの原料価格、貨幣震を取り上ヴ、それぞれの影響を分析した。
そとで生産性の上昇は為替レートそ増価させるとどもに、交易条件さと懇化させるとと
が示される。また理論モデルをもとに、 1973年から 96年にかけて f
均衡J為替レー
ト・交易条件水準合計測した。その結果、長期的にはこの「均衡j が現実の動きをう
まくフォローしていることが示されている。
1
. はじめに
交易条件・為替レートは経諦厚生、実易構造に大きな影響を与える重要な変数で
あり、その決定は爵際経済学の大き
ーマである。しかし、理論的に多くの問題
と棲雑 i
こ関部しており、必ずしも基本的な概;念が整理ざされた状態にあるとは震え f
，
t
.
い。本稿で誌、為替レートと交易条件の関係を考察したよで、日本の長期的な易
条件、均衡為替レートの決芝要!z9を明ちか i
こする。
しば、交易条件は名自為審レートの動きで多くの部分が説明できるとされて
いる。鰹期的には、、財の倍格が資産髄格としての為替レートよりも硬哀的であると
られるので、問者に辻密接な関謀があることが予想できる。一方で、長期的な
本格を作成する過程で古川洋教授(東京大学)および本誌レフェジーに有益なニコメント会頂いた。
ここに記し葬祭謝したい合また、本研究は筆者が日本学術振興会特定I
J研究員として行った研究め一部で
あり、日本学術振興会および文部省科学研究費矯助金から財政的な援助を受けたことに感謝しだし九
番連絡先:干 1
1
3
0
0
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3文京区本護軍トシ l東京大学大学経経済学研究科 E叩 a
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桂昌必 .
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日本経済研究ぬ4
1
.
2
0
0
0
.
9
為替レ}トの決定理言語では、護要な説明変数として交易条件が取り上げられる。し
かし、為替レートと交易条件は、どちらかがどちらかを決定するという一方的な
果関保安持っていると辻考えられない。両者の相依存的な関係を分析する
少なくとも長期的 ι辻、交易条件および為替レートはともに f
内生変数Jであり経務
に説明されるという視点が重要となる
こ購費力平価説 (PPP) が議論のた
長期の為替レートの動舎については、伝統的 i
alassa(
19
6
4
)、Sam
uelson(
1
9
6
4
)
き台と会ってきた 2 しかし最も単純な PPPは B
により非貿易財の存在が樹捕され、{彦を受けた。 B
alassaSamuelson (
払S
)モ
側
デルにおいて、名 E為替レートは国諜的に取引される貿易財の価格を均等{七するよ
うに決定される。また長期的に
プライサイドを室長視し、価格誌生産性で決定さ
れると考えた。すると長期的訪為替レートの決定繋関誌貿易実オセクターにおける生
健在頚究が行われ、長期的な
産性であるという結論が導かれた。とれに対し多くの 3
レートの変動はこの修正された PPP ~こより繍勢的には説明可能であるという
コンセンサスが形成されてきた 3
しかし、こうした長期的な為審レ…トを論じた研究において、会国で生産する鮮
は現示的には区別されておらず、策易財の一物…髄が成立するとし寸前提から、
黙に交易条件が一定であると依定されていた。これに対し、近年の実証研究はとう
Canzoneri
，Cumby，andDiba 1
9
9
4
;
I
t
o，
した復定が妥当しないと指擁している (
9
9
9
) 。また、長期の均衡為替レートを分析する上での交易
I
s
a
r
d，andSymansky1
条件の重要性辻多くの文献が指擁している CEdwards1
9
8
9C
h
.
2
;DeG
r
e
g
o
r
i
oand
Giovannini1
9
9
4
) 。しかし、これらの研究では分析の便宜上交易条件を外生変数
として扱っていた。
一方、資易理論においては交易条件の決定が重要なテーマとして多くの研究が行
われている。交易条件を決定する離に議喪なのは各国の院の生涯における特化パタ
ンである c
な
，
としてリカードの比較機位の原理がある。 Dornbusch
F
i
s
c
h
e
r，andSamuelson (
1
9
7
7
) はリカードモデ、ルを一般{とすることで特化パター
ンの決定をモデル化し、交易条件・為替レートの決定要顕在明らかにした。リカー
(
1
9
8
5
) は交易条件と為替レートの関係が消費・生産機迭という本源的要因からまったく独立で、
はないことをど指摘している。
2戦後の対ドル 360月レート会めぐる議論においては、 pppとともに f
役界各閣の経常収支を完全議滋
でゼロにする世界全体の為替レート体系 J ( 藤 野 持 0
) も有力とされた。
3pppさとめぐる議論のサーベイとして、 D
o
r
n
b
u
s
c
h(
19
8
7
) 、F
r
o
o
ta
n
dR
o
g
o
f
f(1995) 、R
o
g
o
f
f(
1鈴 5
)、
宇南山・本閲(19
9
9
) 毒事を参熊。
1 伊藤
2
設本経f
斉
際
空
¥
:
: N.
o4
1，徐容母 .9
ある。つまり、為稼レー
ドモデルにおいて麓嬰な役割を果たすのが各悶
トを考察する
よ、交易条件を考察する
よーつの重要なファクタ
える。 Unayama(
19
9
9
)は B-S
であると
とおo
r
n
b
u
s
c
h
-Fischer-Samu
e
l
s
o
n
モデルを拡張することで、生産性が為苔レート・交易条件を同時に決定する
を講築
のよで、恵国の生産性の上昇は為欝レートを増額させるととも
易条件を悪化さ
る
i
こも支持されている。
であることが論じられ、
本稿で i
土、先行研究を踏まえ、特に
もに内生変数であるマクロモデノレを構築する O その上で、実際のデ
本の交易条件の長期的な決定要因を明ら
いて日
タ
る
。 日本の均衡為替レート
じた
事)
1
1(
19
8
7
;1
9
9
2第 6章)、 Yoshikawa (
19
9
0
) では、加工貿易構造を拠
めに原料輸入をモデル化していた。 しかし小閣を復定し、交易条件 i
ニ
変数で、あっ
また吉)
1
1(
19
9
9
)
と
陸して交易条件・為普レート
るた
は外生
レートと交易条件がともに内生変
したが、議単のためぷ諜料輸入試捨象された。ここでの自治は日
-均欝為替レートの決定 i
こあるので、 この 2つのそヂノレをと接合するこ
レートと交易条件がとも
と
り、なおかつ加工貿易という白本の賓
したモデ、ルを構築した。 また構築されたモデルを用いて、策際の日本
レート・交易条件がどのよう
に見た。
で決定されてきたか
1に、日本における
上昇は(外
を一定として)為蕃レートを増価させる要因であり、
、生産性の
ようにまとめられる。
日本の生産する財の器搭を誕下させ、交易条件を整花さ
るということであ
上昇による額格の保下辻霧饗の語格弾力性が 1より
る
包
きいとすれば、
シェアを増加させ輸出の増加舵カとえ主る。 これが為替レ…トが増結させるので
ある。
土
、
日本の 1
9
7
5年以降における円の増価トレンド i
除けば、大部分がこの相対生蹴↑引によって説明されること
は趨勢的には交易条件
る
させる庄力となってき
詩的な物価上昇を
される。 一方で、
F
」
のである。
2に、原料価格の上昇は為線レートを減価させるととも
を悪化させ
;
十髄絡の上昇はコストの
になるということである。擁 t
ら日本の輸出財
の{語揺を上昇させる。 しかし、輸出群髄擦辻原料の皆務上昇段どには上昇しないた
め、交易条件が悪化する。
輪出財の缶格の上昇は輪出問への支出シェアを下
げ、原料値轄の上昇による輸入増加圧力とともに為替レートを識髄させる。 この要
は実際には 8
0年の第 2次オイルショックの時期を除き
レ…トには大きな影響
物
えていないが、交易条件の錨期的な変動の大部分
る
。 しi
ましば¥ 日本
hill-h
、!
日本のさ定数粂f
キと均衡為替レート
3
の交易条件はオイル価格で決 2
をするといわれるが、それはオイル価格そのものの変
畿のみならず、為替レートの変動を通した影響も強味されるからである。
第3
本稿で考察する長期的
レート・交易条件の均積水準と現実のデータ
との事離を晃てみると、丹高方向 l
こ均横かち黍離している時には交易条件が場者量水
よりも高く、逆は逆になるとしづ観察が得られた。結期的な為替レートの動きが
長期的な水準から黍難
レートよりも欄
財の{連絡が資産髄絡でもある
直的であるなら、交易条件もやはり均衡から黍離する。 これは鍛期的には交易条件
が名目
レート
よって決定されるという
と整合的である。
論文の以下の構成は次の通りである。第 2節では、 尽本の交易条件の、データの
な{奮報を紹介する c
条件は理論的には注関されているものの、実擦のヂ
いで、 日本の交易条件のデ…タ
ータの計算方法や出所は意外と知られていない。
の議設と
こかち得られる観察
されている 2つのヂ
タの薄い
ず見ることとした。特に日銀と大蔵省から発表
自して、
を進める。
緩めて重要な投害対を果たす生議性の上昇宏、単誌の
こで、
において
と数量の増加に分解するこ
号
とで自本の輸出財産業 i
こ ける生産性上昇の特徴を焼らかにし
第 3鎮では交易条件の決定モデルが構築される。その上で、
論的な f
均 衡j
してき
2
.
て理
1
レート・交易条件を計瀦し、実際にどのような要閣が交易条件
明らかにした。第 4節は結論である。
日本の交易条件
現実の経済
、ては輸出財・輪入財は多様であり、
として提えられる。理論的な考察を行う前に現実のデ
の価格体系は f
物価指数 j
タを概観し、 日本の繋易財
謹業の特徴会提える。
2
.
1
タとその性愛
現在、 E本の輸出財・輪入離の物価指数は主要なものとして日本銀行(調査統計
鍔物髄統計瞭)が公表している f
卸売物価指数 j 内の f
輸出・輪入物鑓指数」 と
、
大麗省関税局が公表している「通関
再の「様易額格指数Jが存在している 4
4IMFの l
n
t
e
r
n
a
t
i
o
n
a
lF
i
n
a
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c
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t
i
c
sに輸出入の価格指数が潟建設されているが、払J
i
t均 l
u
eof
ExportIlmportは大蔵省データであり、 E耳portllmport~rícesl立白銀データであるので、結局この 2
つのみが透常利用可能なデータである 3
4
日 本 経 済 研 究 ぬ4
1，
2
0
0
0
.
9
1
9
7
4年以後の交易条件、輸出・輸入の価格指数(日
ータを示したのが図 1、2、3である。
タでは物価指数)のデ
2ヶ月の移
を取り除くため 1
タ
動算術平均をとっている。また突易条件は輸出物価指数を輸入物怖指数で除したも
のとして定義される。
タの動きをみると、 1
9
7
0年代
国 1において、交易条件の大蔵省ヂ…タと日
0年代 i
こ大きく業離していることがわかる。この 2つのヂ…タの主な違いは、
および 9
L
指数葬式
2
高品分類
盆
3
. 翼査品§数
4
. 単彊計算の方法
である。
指数算式については、日
ータは慕準年の輸出入金額でウエイトづけした器定
基準ラスパイレス指数を用いているのに対し、大建案審データ i
土需若葉 i
こ輸出入金額で
ウエイトした盟
ブイッシャ
いている。しかし需者ともに 5年毎に
基準改訂を行っており、なおかつ基準改訂の糠に類別以下の階層では、リンク誌を
i
こよるバイアスはそれほど大きくないと
、
用いて接続しているの
えられる。
また商品分類については日錦は「日本標準産業分類 J (総務庁統計局)など
際 統 一 高 品 分 類 シ ス テ ム J (Thθ HarmonIzed
拠しているが、大
，
CommodityDescrIptIonandCodIngSystem) こ従ってし、る。そのため調査分類・
品医も異 f
t
.る。この点以関するバイアスは先験的に i
土判断できないが、問調査とも
にカバレッジは十分
く、バイアスはそれほど大きくないことは十分
~
る
。
じた総点に比べ、 4 番自の単{髄計算方法の違いはより本質的である。お
士名品銭ごとに代表註のある銘摂を指定し、銘柄を盟主主したよで単髄をと
銀データ i
こ変更があった場合
っている。さらに銘柄の仕様、議査銭摂 i
いるえつまり、
{繋の調整が i
童拐であるとして〉需
って
?と慰の鑑絡の変
{とを捉えていると替える。
ろ基本的 i
こは、品質の変更に婆したコストが品質差に対応する価格蓑であるとの前緩に立つ「コスト評
こ起題する価格差を特定している。しかし、コンビュータめように技術革新の
儲法 J をど用いて品質釜 i
テンポが早い一部品闘については 1990 (平成 2
) 年基準指数からヘドニック法令導入している。品質
9
9
) などを参照c
調整室については例えば臼塚(19
日本のき芝 5
悪条件と均衡為替レート
5
間 1 交易条件の推移
160
140
1
2
0i
100
80
←刊
ゆめ合[
J{
︻
V
めめ﹂[
∞
∞
め
∞
m
w
α
4v
∞合叫
門
N ∞品川州
明
W吋
。
∞
∞
一
{
寸4
p
、
。
∞hhO
ゅトめ吋
60
踏襲
J
図 2 輸出櫨輯(物犠)指数の推移
160
140
120
100
80
ぃι
ー
60 …一…一一一一一 一一一
一一一一一一一
務審
国 3 輪入価格(物価〉指数の推事
190
1て
1
7
0
150
130
110
90
70
50
寸4
?
、
西暦
O'J
W吋
一一大態省データ
-13
叩 叩
タ
(
1
9
9
0年 =100)
大蔵省データ: 通 礎 統 計 { 貿 易 イ 価 格 指 数 出 現 : ?海外貿易概況~ )
日銀デ}タ
: 卸売物価指数〈輪出・入物価指数) (出所: 『物信指数年事長~ )
安易条件=輸出確格(物価〉指数/輸入髄格(物館)
*
6
お本綾容等研究
~o.4 1 ， 2
0
0
合.
9
'
一方、大蔵省データは各品目の単価吾、品目内全銘柄の単価の単縄平均と定義し、
計算している
9
すなわち、数議単位{伊i
え ば 自 動 車 円 台 J)当たりの平均的な単
髄を指数化しているのである。そのため質の調整は行われず、計算される指数は純
幹な儲格変化とともに鷲の変化をも包含することになる。
つまり、品誌の質が変化すると日銀データと大蔵省デ…タが君主離することになる
のである。品目の繁が変化する場合 i
こ 2つの可能性が存在する。 1つは、髄々の銘
摂の質は変化せず、同一品目内の異なった賞の蕗摂関でシェアが変色する場合であ
る。これは、日銀の指定する銘槙が十分な代表性を持たない場合であり、指定され
た銘柄がその品目全体の質の変化を十分に代表できていないことに超題する。もう
1つは、品目内でのシェアが変化せずに儲々の銘柄の鷺が変化する場合である。こ
の場合毘銀の指定する銘輔が十分に代表姓を持っていても、大藤省ヂータは質の鵠
撃を持わないので両者は軍需産することになる。
、換えると、大藤省デ…タは韓関業務の業務統計としてのニーズに一致した
鏑」指数であるのに対し、日銀データはデフレ…ターとしての性資を麗捜し「儒ー
に換算した f
物錨」指数であるとしづ性貿の濃いが存寵し、有志離を生んでい
るのである。結局、質の鵠整を行うかどうかが両者を区別することになるが、経済
学的には日銀データの概念がより適切であると考えられる。そこで、まず日銀デー
タに控自し時系列の重志向を追うこととする。
2.
2 ヂ一歩の諜観
7
3年以降の交易条詳の動きは 3つの持期に分けて見るととができる。まず 81
までの時期である α この時期には 2つの大きな交易条件の悪f
とが見られる。関 2に
よれば輪出物締結数は相対的に安定している。しかし、九年から 75年にかけてお
よび 80年前後に輸入物部指数が急上昇している怨これは明らかに第 l次および第 2
次オイノレショックの影響である。つまり、この時期の交易条件は原油器搭に大きく
されていたのである o
80年以降 86年頃までは交易条件はほぼ安定しており、輪出・輸入物結も綾やか
な変動となっている。しかし、初年から 87年にかけて大幅な交易条件の改善が見
られる。との時期は輸出・輸入物縞がともに下落しているが、輸入物舗の下落がよ
り急激なため交易粂件は改善しているのである。これに辻 2つの要因が影響してい
る
。 1つは 85年のプラザ合意による大騒な円高の進行である。もう 1つ i
玄関年の
原油部格の暴搭である。この 2つはいずれも(少なくとも悪期的には}交易条件の
B2
ドの交易条件と均衡為饗レート
7
である o
した動きを見せているへもし、 8
6年前後の
の後は、直近まで
経済外の特殊要因と見なすなら、 80年墳から日本の交易条件が安定していたと考え
ることも可能かもしれ会い。しかし、輪出・輪入各物錨指数はそれぞれ定性約にも
た動きをしており、結果としての交易条件が安定していることをもって外生約
な取り扱いが適切であるとは脅えない。
ところで、日銀デ」タと大臓省ヂータの、交易条件の違いの源泉は何であるか。
輸入価梯指数に関する限り、日
ータと大蔵省ヂータはそれほど大き
していない。 7
0年代後半に多少の業離は見られるが、 79、80年壌の B銀デ…タ
はi
おま重なる。一方、輪出物韻語数は 70年f
t
後
王、動きと
護設な上昇を除け i
よび 90年代に主主離が大きくなっている。それらの期間
であり、日銀ヂータが大幅に
大蔵省データが安定的
るという額向が見られる。こうした観察から、
交易条件が両データで異なるのは輸出物価指数の動きが問ヂータで異なるからだと
こ基づき考察を行う。
える。ニの観察を前節のデ…タの性質 i
2
.
3 製品差別化と単題
日銀データと大義省データは、 70年代後半および 90年代に家離している。しか
も、その訴離は主に輪出髄格指数の違いによって発生してい
ように 2つのデ}タの
て取り
を行うかどうかである。
~
~
~~
、は単価計算
タの特徴とし
すなわち質の調整
のは、両期間における日銀データ(輸
出物髄〉下手事は名目的な変化で試金いと考えられることである。なぜなら、実費的
な変化を舎まない完全に名言的な変化であるなら、震の諜撃の有無 i
こ欝わらず各品
自の髄誌を
させ、開データ
じないはずで、ある。
この時期の輸出が増加していたことを考え合わせると、日本の輸出瀧業における
付加髄値生産性の向上による変化であると考えられる。上で述べたように日銀デー
タは品賞調整
ており、いわば「
の価棒低下
しているのである。
一方で、
…タは品質調整を行っていないので、指数の変化には錨梼の変化
と賞の変化
れる。釘銀データが下落し、大慈省データ
いう事実は輸出品の単{立当たりの品
していたと
してきたことを示している三
4慾)では 9
0年代に交易条件が改馨してし、ると述べられているが、小管 (
1
9
9
9
;第 4重
量
)
が大蔵省データに護基づいているための違いで、ある。
79
0年代におけるこうした綴察は、通産省(1997;間合 1
0
7
1
0き)によって次のように指織されてし、る。
6小宮(1
999;
第
8
B本経済級事宅ぬ4
1，
2
0
告0
.9
「質の向上 j と
る数義単位(伊jえば自動車 1
当たりの「付加価櫨議の
増加 jである。白銀データの輸出物鑑は付加価値量を一定に換算した舘擦であるので、
数量単役~たりの付加鍾儀麓の変化は指数を変化させない。一方、大藤省データは
物理的な数量単位当たりの価捧を捉えているので数量単位~たりの付加価値が増結
すれば物髄指数も上昇することになる。この視点、 i
こ立てば輸出物価指数は、可椀的
な「単傭J と経詩学的な f
髄梼J の両者を控えることができる
なデータである
と言える。
でに輸出財の大部分を生産する製造業の労織の付加価
70年代後半から 82
{直生産性はおよそ 30%上昇している。この関に「留格(口日銀データ) Jは 20%抵下
単{師(=大意省データ) Jはほとんど変化していない。また 9
0年{
¥
:
;
Iこは労働生
し
、 f
産性が 10%以下現庶しか上昇していないのに、価格と単備はお%近い本離が生まれ
ている。こうした点を考慮し労畿の付加価値生議性の上昇を、単語の上昇と
最の変化 i
こ分解して考えると次のような麓察が導ける。
援察 1 日本の輪出財産業の付加盤{室生産性上昇は、物理的な数量の増加よりも製
たりの付加領値告と高めるものであっ
口
口口
経護学的には単位ききたり製品の付加彊嬢は「製品の葉原j化 jによって増加する。そ
の意味で、日本の輸出財産業は自らの製品の差別化 i
ニ成功してきたと言えるだろう。
くのが、
ここで興味を号 i
してこの製品差別化の成功はすべての輪出財産業に…
般に震えることなのであろうか、という問題である。この鰐題を見るために、日本
の輸出を考える
と患むれるいくつかの類別および小類別、品目レベルで日
銀・大態省の各データの動~
ータ
のが関 4である。ただし、分穎の名称は日銀デ
した。
も:lfE離が大きいの
(基本分類)であり、乗用車(品自〉も 8
5年前後
までは比較的大きな準離をど示している。一方で、一綾機器(基本分類)、鉄鎖(小
類別)、織物{小類別)、テレピ(品目)など辻それほど大きな業離を示していな
均金年代以降の総出{適格における変化としては、高付加価値化による磁格上昇が綴喜主である。…… 90
年までは検出価格指数{火薬草省データ)と輸出物飯指数(日銀デ… 1
7
) がほぼパラレ/レに推移してき
たのに対し、 9む年代以降は輸出領絡指数が輸出物綴指数を上回る部分が拡大していることがわかる。 j
(カッコ内引用者〉
B2
与のき主主義条件と均衡禁事革委レート
9
露 4 各分翻のおける大蔵省データと日銀データ
1
6
0
1
6
0
1
4
0
1
4
0
1
2
0
1
2
0
1
0
0
1
0
0
8
0
8
0
6
0
6
0
4
0
1
9
7
0 1
9
7
5 1
9
8
0 1
9
8
5 1
9
9
0 1
9
9
5
1
9
7
0 1
9
7
5 1
9
8
0 1
9
8
5 1
9
9
0 1
9
9
5
問問幽鉄鋼 (
M
O
F
) …一鉄鋼 (
B
O
J
)
棚田園織物〔誼O
F
) 一一織物俗的)
1
3
0
2
5
0
1
2
0
2
0
0
1
1
0
1
0
0
1
5
0
9
0
1
0
0
8
0
5
0
7
0
6
0
1
9
7
0 1
9
7
5 1
9
8
0 1
9
8
5 1
9
9
0 1
9
9
5
一般機器普 (
M
O
F
) 一一一般機器(
B
O
J
)
O
1
9
7
0 1
9
7
5 1
9
8
0 1
9
8
5 19901995
議気機器規制
1
2
0
250
1
0
0
200
8
0
一一意気機器(
B
O
J
)
150
6
0
100
4
0
50
2
0
O
1
9
7
01
9
7
51
9
8
01
9
8
51
9
9
01
9
9
5
岡山欄乗用車区 (
M
O
F
)
一一一多発湾獲
(
B
O
J
)
O
1970 1975 1980 1985 1990 1995
(
B
O
J
)
園 幽 叫 テ レ ビ 総O
F
) 一一ーテレビ
(
19
9
0年
沼O
F:
通関統計{貿易個格指数出所海外翼易概況~ )
B
O
J
: 卸売物価指数〈輪出・入物価指数) (出所
10
B本主主済研究
1
0
0
)
苦0.
41，
2000，9
r
物価指数年報 j)
0
00
‘
、
、LV
鉄鋼などの議材産業、織物などの構造の単純な製品は、物理脅さな単位が議議警な意
睦を持っており、差別化が難しい。よって、価格の変化と単価の変化がパラレ yレな
のは予撚できる。一般機器については意外な結果が出たが、より詳しい考察辻今後
としたい。
さて、電気機器のうち、輸出においてかつては大きなシェア令おめていたテレピ
の指数を見てみると、記、ずしも「高付加額{直化Jの傾向は見られない。その般に電気
士、部えば電子計算機、メモリ…部品、
機器として分類される品臣 i
ー集積回
路〈鶏品群)などである。これらの製品は閣の変化が大きく、物髄統計の分野では
常に取り上げられる品冒
る9。乗罵獲の高付加価値化については 8
6年前後で止
こr
8
1年の輸出自主規制以後高付加鑓僅化が進んだ j と
まっていると蓄える。一般 i
する議論が多いが、
タで見る限りその動きはすでに 70年代後半から顕著で、あっ
た
。 8
0年代前半の乗用車、および電気機器は日本の主要な輪出品であり、ま
5
3I
Jlこ見て、特は労働生産性の詩集い産業であった点
t ここまでをまと
目される l
めると次のような観察をど導ける。
観察 2 日本の輸出財産業における製品の単泣ききたりの付加藷{直記上は主に乗罵
(とりわけ半導体などの分野)などの分野で顕著である。
以上のお銀データと大蔵省データの比較から得られた結論 i
士、日本の輸出産業に
おける付加髄笹生灘性の上昇は製品単位当たりの付加価値の上昇に依るところが大
きいということである。
3
.
田本の為替レート・交易条件の長期的決定要閣
加の館では、簡単なマクロモデルを講築し箕醸にデータに適用することで B本の
レート・交易条件の決定要望を明らかにする。ここで長期的には為替レ…ト・
8 日銀データ法、基本分類・小類 j
j
l
J• l
i
気品群・品 gに磁媛分けされている。上に述べられたように大蔵
省データと分類は必ずしも一致しないが、ほぼ悶撃事と考えられる分類宅と用いて比較した。品目以上の
滋緩では質の調整 iJ)問題が集計されているが、分類に含まれる名品目ごとでまったく311:離がなければ
上の階層においても 2
義援が発生しない つまり、集計された分類において日銀デ…タと大蔵省デ…タ
が殺緩することは、その分類内の品目で高付泌級優{ヒが起きたことの必要条件なのである。
。物価統計をめぐる議論に関しては白塚(19
9
8
) を参照。
1
0 電気機器、衆浴室で例えば鉛年 i
こは輸出の 40%を占める c
g
B2
ドのさ記易条件と均衡さ毎警察レート
11
交易条件がともに内生変数であるとし、モヂルの埼替ぎを長期的に為替レ…ト・交易
条件が叡来する先であると考える。特にそデノレの均衡は次のように特徴づ吟られる。
・消費財の相対怖格が需要と供給を一致するように決定している
-翼易収支均額が達成される
この均衡の概念は新しいものではなく、各財に闘しては一物一価が成立しており、
貿易財の離別仕を明示的に散り入れた pppと言えるの一般に動学モデ、ルで考えると、
8バランスで決定すると考えら
貿易(経常)政支は輿時点間の棄類、配分に関わる 1
れるため、各時点で叡支が均街する必要はない。特に生産性が変化し富民所得が変
化すれば、経常収支も変化することになる 110 しかし、ここでは長期的な埼警告とし
て定常状態安考え、貿易収支の均衡を「長期掲額j の条件とした。
3
.
1 モデル
モデ、ノレは脊1
0(
19
8
7
;1
9
9
2第 6章)、 Yoshikawa (
19
9
0
) および古川(19
9
9
)
土日本の賀構造が原料を輸入し製品を
を基礎とした 2盟経諦モデルで、ある。前者 i
輪出する f
加工賓易 jであることに蕃詩し、為替レートの訣定理論議?論じたものであ
った《しかしそのそデルは小閣安仮定しており貿易財の相対髄格は外生的に扱われ
ていた。一方、後者は 2圏モデルで、互いの生産する財を繋易しその相対価格が内
生的に決定する。交易条件と為替レートは共に内生変数であり、調者の関係が主要
な論議であった。
ここでの呂的は、日本の交易条件の決定要国の分析にあるので、受易条件が内生的
に決定できる 2出モデ、ルを採用し、日本の議欝な特徴である f
加工貿易 jの構造を考
襲撃するため原料輸入もそヂノレ化した。
経済には 2国が存複し、出費財として第 1財、第 2異
ぎ
の 2覆額が存在し、および
原料が l彊類存在する。第 l菌は第 1財を生産・輸出して罪科および第 2財を絵入
第 2障 i
まi
震に第 2財・原料を輪出して第 1射を輸入する。便宜上以下では第
100を g本と時び、第 2閣議ど外国と呼ぶことにする。
両閣の議費行動は代表約韓入の効用最大化として殺現できるとする。また英語の
効用関数を胃ーの CE8関数として次のように
U=[
a
CO+βC
/
]
Y
e
t
12
B本経済研災
N
o
.
41，2
0
0
0，き
0く θく l
る
。
(
1
)
ただし、 C1、 Czはそれぞれ第 1財、第 2財の消費とする。この時日本およてf
外国
の予算制約式は
(
2
)
兵C¥+ξC2 系 f
・
~・C1 + +
PZCz
'
'三j
(
3
)
町
、 F
:
i
ま第 1拐、第 2棄さの R本の通貨〈以下では向と呼ぶ〉建ての鍾格であり、本
のついたものは外国通黄(以下ドル)
あ
f、 I
I
まそれぞれの通露鶏ての
GDPである。効用最大化問題より各財への支出関数は次のように書くことができる。
f
aペ
_
，1
.
R
C
.
s
'~<-' +
α
ι
・4
，，
7'
司-
-e
、
、
，
J
A
一P2
r
-
、
一ι
24
DLS
自ト
r
z
z
mE
・ - 〆s
P
E
- -，
、
，
亀
、
p
勺
一4+
、
r
i
z
α 11
一
・
一
一
、
，
一
β
一
一i
p
h
.
c
e
•
ペCz
EP2~--J
(
4
)
F
そC
弓
晶 る
s
'
(
ξy
¥
:
1
)
判
・
ß&(~) 日 +α'( 1;
(
5
)
し
、 ε=1
/
(
1ーめであり、第 1財と第 2財の{交番の弾力控である。
次に消饗黙の生産構造を考察するお日
であるとする。一方、外菌
る第 l慰には労織と隷科が必要
る第 2財は労動のみで生産されるとする。単純
化のため生藤関数は固定係数型のものとし、生産関数は次のように特定化する。
R
;
r= min[一L，ァ
(
6
)
いえ
(
7
)
aD
G
具
、 Y
zは事財の生産量、ム LI玄関本と外盟の労働投入震と
だし労議設
RI
立原料の投入震であ
加の持、生産の
あるとする。ま
α、 α 、 bの 3つのパラメ…タで決定される。 α、 G は日本、外国での労働
投入係数であり、 bは原料の投入係数である。つまり、これらのパラメータは小さ
いほど生産性が高いと雷える。
こうした生産構造のもと
し、各財の髄協は全館コストに等しい
とする。つまり、
兵=aW+bP
R
J
l
(
8
)
O
b
s
t
f
e
l
dandR
o
g
o
f
f(
19
9
6
) は緩常収支の決定に関しミクロ約な義穣をど持ったすタロモデルを多く取
り上げているので参照。
日本の~~条件と均衡為瞥レート
13
F1.1G
・
W
(
9
)
が成立すると佼定する。ただし、 W 、 W 、えは、 I
J
慣に臼本、外題でのそれぞれの
通貨建ての賛金率、再建ての療料の短絡である。
また、原料については簡単のためコストなしで需要量と等しいた、け外廓で生蔵さ
れるとする。するとこの経請においては、 R=(b/a)Lが成立することが容易に確か
められる。ここでは原料として原識のような鉱物性懲料を念頭に置き、日本にとっ
てドル建ての外関の賃金と原料の相対鶴籍、巧 /W が外生的 l
こ決窓すると考える。
各財の{直接は完全な裁定によりそれぞれの通貨建てで一物一舗が成立することを
夜症する。雷い換えれば、
PR 口eP
R*
ZA
噌
死口 e~' ，
)
AV
(
~. =
e
.
宅
二
が成立するニとを荻窓するのである。 eはいわゆる邦貨建ての為替レートであり、
この数字が大きいほど日本にとって通貨安、つまり円安マあることを意味するの
この時、日本およ在外国のそれぞれの通貨襲撃ての
f 出 ~r;
GDPは次のように決定する。
P
R
R= WL
(
1
1
)
ftltZ+RJR=EYY+EKL
α
(
12
)
ことで、金融市場を最も鰯単な貨幣数量説でモデル化する。
(
13
)
M==kl kWL
出
b P， L
M"=
=k
l 出 版r'1
'
(
1十 一 」 で )
αW'[
(
14
)
ただし M 、 M'I
士名信葉幣数量をき受し外生、いわゆるマーシヤノレの kも一定である
とする。さらに単位を適当に取ることで k=1で不変とする。
以上のような経済の均櫛において、 Bヌドと外罷の生蔑・貿易構造はどのようは決
定するであろうか。ことでは長期均額を考察するという目的のために紫易収支均衡
を前提として為替レート・交易条体などの動きを考察する。為替レートは貿易収支
の均舞条件から決定する。翼易収支持欝条件 i
士
、
p
，
.
C，
+P
R
R=
=~CI
すなわち、
14
日本来議決研究
芳0，
4
1，2
0
0
0
.号
(
15
)
I
s&P
'
:
-
勺丙ォ
β
S
ξ
と
_
， b_
WL+e
L=
勺
c~E p
'E4
-bfzl
βγ
) を変形し罷一通貨での日本と
る。この(16
の相対賛金が得られる。持
支す黛金を ω とすると、
の
五s
A
.
.
.
.
五
一 BPn
=e
z
rr(旦)
W.
'
s
点
(
1
7
)
R
巧
となる。ただし、 S(=LI
α
)、 B(=bl司
、 P/= IW)はそれぞれ蝦に、
今 、 ぷ=QI
外国の結対的なサイズ、日本の相対的な労働生産性、日本の労働 l単位当たり
原料の外閣の賃金に対する相対価捧である。日本の生産性上昇は、 s>1
ならば、日本の生産財の{部繕低下を通して支出シェアを裂きょげ、相対賃金を上昇
させることがわかる 12
相対賃金を変形するとモデルにおける均衡為替レ…トが得られる。
=よ×互 J
- 1 4一一つ
M'"
ω W'
S+Bp
)
(
18
/
p
)
A
E
XsX BPR
(
l
1
1 (1987; 1992第 6章)、 Yoshikawa (
9
0
) の隷議
で決定される。この式は吉)
19
と本繋的に同じもの
る13 均欝為替レート
pppが唯一の説明変数とする
百的な貨幣数量設によっても塁手響を受けることが分かる。しかし、単純な pppとは異
なり、名器貨幣畿のみならず生産性、罪科の相対価格、冨のサイズな
も受
けるのである。
1棄
ま
と
まω を用いると簡単に表記することがで
t
2財、原料の相対価格 (
，
ら)I
き
、
p
.
t=ーム口一料+B
p
R
)
)
(
19
ら盟主ニヱー何十 B
p
R
)
PR APR
(
2
0
)
P2
A'
となる。日本にとっ
l財は輪出品であり、第 2財・諜料は輸入品であるので、
の場合;こは生産性上昇が相対策金を下げる f窮乏化成長Jをもたらすことになる'0 Lかし、そも
& <1
そも季語潟最大化・完全競争の仮定と整合的でないためここでは考慮しない。
1
;
1
8
7
;1
9
0
) は小閣の仮定を置いていたため、需要の弾力性、
吉川(19
19
9幻 第 5霊軒、 Yoshikawa (
箆のサイズなどは迫害議まされていなし、。
1
2
おみの交努条件
ト
15
交易条件 (TOT) はこの 2つの相対値格の加護平均になる 14
むのを代入すると
次のように著書ける、
αγy
(
21
)
(
ー)A S/&{(l←作ーが}
t
TOT吋 l-O)t+O
R
P
/E
PR
し
、 φは第、科の輪入シェアであり、貿易収支均衡条件を代入すれば、
れ
PA
1
R
PM
い一一
S
(
α
/
β)
A
"
え刊
'
;
:
J川
官ムマ
PC
+P
M PC
2 2
:
R
1 2
S
山
(
2
2
)
1
い
+
.
.
.
.
…
…
(
…
笠
(
呉
命
P
R
となる。このモデルの懇定するよう
原料が日本にとって非代替的な投入物で
るなら東料投入係数の上昇や原斜価格の上昇は掠料の輪入シェアを引き上げる撃を盟
なのである。
3
.
2 3
芝易条件と為替レート
このモデルにおいては為替レ一人交易条件はそれぞれ (
1
8
)、 (
21)で設定さ
れる内生変数である。両者を競定する重要金要霞は、
1
.
日本の相対的記生産性 (A)
2
.
日本の労様 l単位当たりの累料必要量 (β}
3
. 原料の外国の労者勢に対する相対価格 (P~ )
4
. 相対約三E貨幣供給量 (MIM)
である。日本の棺対的な生護憲性の上昇は、完全競争をと通じて日本の生産する財の相
対価格を引き下げる効果金持つ
3
しかし相対価格の低下辻、消資財聞の伐替の弾力
訟に大きいならば日本の封への支出シェアを高める。そのため B本の
性が 1より議2
労働への需嬰が高まり
レートの増価を通じて給対賃金が上昇する。よって相対
生産性の上昇ほどには相対価協は下がらないのである。結局新たな均衡において
日本の生産する財の鑑格が抵下し、相対賃金が上昇するという結果となる。日本の
る財の{商播の低下 i
土地の状説を一定とすれば、交易条件を悪化させる 15
表
;2財は治資財であり、燃料との集計に加筆算術平均を用いる経済学的な綴拠はない。しかし、爽際
14
のデータは金額シェアウエイトのラスパイレス指数を採熊しており、ぞれとの繋合性安保 つことにし
d
+
-
:
:
rツキノン・大里子 (
1鉛 8
;多
彩 4章〉では、外国の生産する財の短絡、交易条件、為害事シートの変動、
自国通貨建ての主主護財の価格が与えられ、均衡で、は「園内の賃金 j が決;a:するというメカニズム愛想
定している。しかし少なくとも長期的には国内の賃金が海外の経済状慾のみで決定されるというのは
1
5
16
お 本 経 済 研 究 ぬ4
1，
2
0
0
0
.号
吉川(1987; 1992 第 6 奪)、 Yoshikawa (
1990) では、小問の鉱工E
を設けるこ
とで、権費財に関して相対価格が変化しないものとして取り扱った 16 しかし、実
際立は日本の生産する消費黙の相対錨詩は大きく変動してきている。この柑対語格
と均衡為替レートの関保を見るために(1 8) を変形し、ら口 tx(~ I
毛)の関係者用
し、ると、
M
ε 一
一
一x
Adt(i÷t
(
2
4
)
R
となる。特に t
I
t
す記わち F:jf:) は外国の要閣のみで決定するので、日本の生
R
産鮮の相対鮪絡(t)の下蕃は為替レートの譲価護国であることが暁雑である。相
対的な生産量性 (A) の上昇は、護接は為蓄レートの増価要関であるが、持対価格の
低下を過して誠価する要因にもなっているのである。代替の弾力性が 1より大きい
場合には説者の効果が後者を上問るために、結果的には為毒事レートを増価させるが
相対髄格を不変とした場合に比べその効果は小さくなるのである。
原料の格対価格の上昇に関して辻、交易条件を悪記させるとともに為替レートの
B) の改選手辻、実嚢的 i
こ原料
被価要器である。労{隣 l単故当たりの京料の必要重量 (
価格の低下と持じ働きを守る。原料儀格の上弊は日本の生産する財のコストを引き
上げるが、それが日本の生産財に対する需饗を減退させ臼本の柑対賛金を億下させ
1
9
) より暁らかなように、第 1財と第 2財の梧対{面擦は原料錨格には依
る。結局 (
存せず、相対的な労働生産性のみで決定するのである。そのため、第 l財と探料の
相対備格は日本にとって外生的な第 2財と思料の相対値棒で決定する。つまり原料
価格の変化は消費財間二仁の格対価格には影響を与えず、日本の生産する財に対する
原料の桔対価格のみ
るのである。しかも、その時日本の輪入に占める原料
の間合が高まるので、交易条件 i
こ関しては 2つの経路から悪化襲警菌となるのである α
石油危機器をなど諜料価格が上昇した時期には為替レートが減価することが観難さ
れる。そのため、円安が交易条件悪化の
r
D
京国 j であると考えられてきた。しかし、
ここまでで見たように、両者辻独立な内生変数であり、どちらかが他方を説明する
ような一方的な f
因果 j 麗保にはないことぷ注意すべきであろう。
現実性告と欠く仮主主である c
1鈎 9
;第 4尊重)ではこの点に慢して、「導会出すべき答えの大部分'a::はじめから捨てて J (
p
.2
小宮 (
2
0
)
し、ると批判している c
1
/
J
岡本の交易条件と均衡為答レート
17
最後に、名目的な変数の効果を考察する。われわれは数量方韓式を用いて貨幣の
中立性を「仮定j している。しかし為替レートは名詩変数であり古典涼の 2分法が
古典的な pppにおいて
成立するとしても貨瞥量のような名目変数の影響を受けるの E
は物鏑水準が為饗レートの唯一の決定要因で、あったが、ここでも見たように為替レ
ートは名宮前な変化のみならず実物的な要現によっても影響を受けるのである。深
尾地(1999) ではアセットアプローチで現実の為替レートの動きを i
患っているが、
本犠では利子裁定式の想、定する「均欝水準J の決定を論じたものであると言言える。
一方、交易条件は財と財の持対錨格であり名径的な変数の影響は受けない。しか
し、こニで想定する均額交易条件は為替レ…トが均衡水準にあることを?前提として
いるので、錨鎖的にアセットアプローチなどが指摘するように為替レ…トが均機水
レートに対する名問的な
準から~離する場合には、
を与える可能性はあるだろう
ックが交易条件に影響
G
3
.
3 均欝交易条件・為替レートの許遺1
1
上で見たように、よそデ、ルにおける交易条件・
レートは、日本の相対的労機投
入係数 (A) 、日本の労働 1単位当たりの漂料投入評、数 (
B) 、原料の外躍の賃金
率に対する棺対髄格(ペ)、結対的な貨幣議 ( M/M") によって訣定される。こ
こでは、こうした婆患が実際の各変数の動きをどの緯度説明しうるかを実捺の
タを用いて検証する。そのために、まず理論の想定する各変数を実際のデータで構
こする c ここでは、 1973
ること i
6年のデータを用いて均欝水準の推移
ら9
を計算する。
まず、労働投入保数を求める。日本の投入係数は続続企画庁が発表している rSNA
産業瀧関表 j を用い
した。単純化のためモデルにおいては「非貿易財 j は取
りよげなかったが、 B-Sモデ)レにおいては為替レートは貿易財の藷轄のみで決定す
るので本繋的には影響を受けなし九そこで、日本の生産する財のうち輪出藍業もの
のみを「日本の生産する財 j とみなす 具体的に辻 24分類の産業のうち日本の輸出
g
として、繊維、
一次金属、一般機械、議室究機域、精密機械の 7
:
a
:
'
ピックアップし、各産業の投入様数を輸出額でウエイ卜付けした加議平均を?段本
の投入謀数」と見なした。ワエイトの針算 l
土、大韓省『外国貿易概況Jより各産業
のドソレ建て通関輸出額を繰り、そのシェアをウエイトとして吊し
労働
投入様数は SNA就業者/産出額を用いている。
また、
18
いてであるが簡単北のためにここではアメジカのみを f
外器 j で
87.ド縫済研究泌 4
1，
2
0
0
0
.
9
あるとする。ちなみに 9
5年における日本の輸入に高めるアメジカのシェアは約 25%
である。アメジカの労動投入採数は直接計算できないが、われわれのモデルにおい
ては労働の付加価龍生産性の逆数になっている
鉱業、製造業の 3
3
そこで、アメリカの輪出鮮として
タは
に特定し労髄生産散を計測する o
I
n
t
e
r
n
a
t
i
o
n
a
lSθc
t
o
r
a
lDat
aBaseを用し、て針謝した。この 3
OECDの
の労験生議姓の
方自重平均を f
外障の付加髄髄生産性 j とみなし、その殺数を投入保数とした。
原料投入係数として誌各産業の「石油・天然ガス J (
8
9分類の 1項悶)の投入採
欝 5 均衝為毅レート (
1
9
7
5年基準}
3
5
0
3
0
0
国
司
島
司
h
h
巴
司
"
-
巴
﹃
L
醐
穐
¥200
-
制
句
、
弘
司
‘
‘
2
5
0
150l
1
0
0
5
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tト』ぞ、t-
0勺 L n
σcn
c
n
c
n
t
、
c
n
つ
C
'
、
00
00
c
n
CJ
L n 、
コ
ロ
0>
-岡山現実のレート
コ
ロ
c
n
c
n
00
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c
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一一一一均衡レート
続演企画庁レート
--織---p
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国 6 崎禽交錯条件 (
1
9
7
5年基準〉
AU
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ム
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畑一現実の矧条件
一一一一一」…一…ー一…L-J
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戸崎
2252g
g
E 酋震
一一一時饗交易条件
日本の交善悪条件と均衡為替レート
19
数を用いた。しかし、石油・天然ガスは藍接投入されずに「石油・
て設入される分も無視しえないのでその分も考醸し
とし
り
、
b= f
E
滋・天王苦ノグス Jt
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安λ産設
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JJ の潜';?ぞ隷:
;
I
f
?:J の 控λ務 設
として言十讃きした。原料の持対語接について辻、日本経法新機社の f
i
議関罪抽髄格 j
を ILOの LaborS
t
a
t
i
s
t
i
c
sYearBookかち採ったアメリカ製議議の男子の賃金{ド
ノレ/持賠〉に為替レート〈年平均寵)をかけ
9
7
5
以とのデータを用いて、 1
る均鑑為替レー
トと均密交易条件の動きを示したのが留 5および諮 6
る1703主
レート i
こ
は比較のために鴻費者物髄指数で計算した単純な PPPレート、経漬企麗庁 (
1
9
9
4
)
で推計されている吉 J
I
I(
19
9
2
;第 6輩)に基づいて針欝された均複為替レートも併せ
て示した 180 グラフの数値は表 1立記載されている。
本稿のモデノレの示唆する均衡為勝レート.3
之島条件 i
士、現実の動きをかなりうま
くフォローしている。マネタリーな擦問を皮映した単純な PPPも趨勢的には円高額
向を捉えているが、一貫して上方に権離している。ニの時期に日本の相対的な生産
性が上昇していたので、実物的
による増価圧力が重要な役割を果たしていた
のである。一方、経済企闘庁の推計はわれわれの推計に比べ円高方向に計測されて
いる。その大きさは最大で 8
0年前後の約 40%、9
3年時点でも約 10%の本離を示し
ている。上で見たように生直撃性の上昇は交易条件の悪化を通して減価圧力ももつが、
経済企画庁の推計は安易条件令外生としたために円高傾向が強調されたのである。
表 2は均額為替レートの変化合繋悶別に分解した結果である。名目的な要因に加え、
相対的な生産性の上昇が均縄為替レートを長期的に増髄させてきたことが分かる。
生産性の変化が大きいと、消費黙の相対価格も大きく変化するので、交易条件と為
替レートを問時体系で考察設することの護要性が増すと言える。
交易条件についても、トレンドはうまく提えている。実擦の実易構造辻 P
r
o
d
u
c
t
L
i
f
eC
y
c
l
e (プロダクトライフサイクル〉理論などでも強調されるように、新製品
ロパラメータとして、おヌドとタト績の?荷重警対照の代替の弾力性 {
ε 〉、外患のすイズ
(S)および alβが
必要であるが、それぞれ品、 1
0、差どした。ただし、間綴の水準の範屈において変化させても定性的な
総論は総持できる。
18 経済会議!i1Tの計測では沙 73 主将 ~1農繁華ドになっているので、 1975 年 iこ現実鑑と毒事しくなるように議議室
の変更を行っているむ
20
日本綾淡研究
N
o
A
l，2
0
0
0，9
議 1 崎衡為替レートの水準〈将/ドル)
推計依
現実値
p
p
p
経企庁推計
2
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8
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3
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1
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1
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1
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6
1
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1
0
5
.
4
1
8
3l
‘
の投入などダイナミックな変化をしている。しかし、ここで見たような単純な生産・
需要構造でも長期的な変化は捉えられるのである。
さらに、モデルで想定される「均樹 j 原料の輸入シェアが、現実の鉱物性燃料の
輪入シェアの変動をどの程変説明しているかを見たのが図 7であるつこれを見ると
モデルのシェアがうまく現実をフォローしているようである。ニモデルの仮定に立ち
震って考えてみると@少なくとも短期的には原料の投入係数は融定的であり争原料
に対する臼本の錨格弾力性がきわめて小さい、と言えるであろう c 国内に鉱物資擦
を持たず加工貿易を行う B本にとって、原油などの原料品の舘格変動は重要性が非
く、原料に関しでは受動的な貿易構造なのである。
また為替レートと
に均街交易条件の動きを要因別に分解したも丹が表 3であ
主主に原料龍格の変動によっており、日本の
る。交易条件に関して、短期的な変動 i
Eヌドのき芝易粂{守と均衡為害事シ…ト
21
交易条件辻原料が決定していると雷う議誌をサポートするようである。しかし、
期的にトレンドを決定しているものは相対的
ば
、
的には外生的
、換えるなら
のである o
で変化しているようじ見える交易条件も、
的には
のであ
経済的な要関で決まる内
最後に現実の為替レート・交易条件と本稿での均衡水準との関訴を考える。
的な護さきを捉えている均苦言水準も、短期的は十分に動きを提えられていない。館期
の為替レートに関しては、アセットアブロ…チが脊カな議論であり、議経組(19
9
9
)
でもアセットアプローチが為替レートの動きをうまく提えていると主膿されている c
為替レートが長期的な均議から;ijE離している
くで
交易条件はどのよう
あろうか。
交易条件は同一通貨に換算した職指財と輸入財め報対姻格であり、薬物的な要国
に変化がなく為替レートのみが埼衡水準から業離するなら、交易条件も均衡水準か
0年以議 86年頃まで時欝レートと比較して大幅
ら章離する。議際の為替レ…トは 8
こ交易条件も均街かち悪化する
に円安に黍離している。需時期 l
に黍離している。
寄与度分解
議 2 均衝轟欝レ…トの変化の饗閤到i
1
9
7
5
1
9
7
6
オイル価格
!名箆物領水準
6
.7
9
覧
一
1
.2
5
覧
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“
2
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3
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…0
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7.55
話
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4
覧
1
.2
0
莞
8.26
見
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話
5.15
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-6.88
覧
1
9
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9
-4.38
覧
‘
む9
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覧
1
7
.
4
5
覧
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話
1
9
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4
.
1
1覧
…1
2
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1
.4
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話
1
9
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1
9
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￨
産性格差
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覧
1
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2覧
1
9
8
3
…
1
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7
話
1984
0.24
出
1
9
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1
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4
覧
1986
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覧
吋
5、0
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事
2
.1
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‘
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1覧
1
3
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2
6
覧
時
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.
5
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覧
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.
7
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.
0
2
弛
伊
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、4
9
出
3.47
覧
3
.3
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覧
一
1
.4
4
見
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略
0.14
莞
1
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事
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覧
-4.64完
0.08
弘
0.96
覧
1
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き
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覧
一12
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.
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2
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6
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1
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覧
-0.56
1
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出
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覧
1
9
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.
2
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話
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7
話
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覧
0
.1
9
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1
9
9
3
-6.53
話
1
.6
1話
-0.50
詫
1
.8
3
覧
-9.96
覧
1
9
9
4
-5.98
見
0.29
活
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.
1吉
弘
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8
.
2
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議
1
9
9
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覧
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.1
2
略
0.43
時
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覧
22
B本来表済研究習0.
41
.
2
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一…'---..Lーんーん→
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コ
。
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合
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%
1
2吉野暦
一一理論纏
こで、鰹期的な均櫛{震からの離がどのような関諒を持っかを見る。各年の為
惨からの黍離をプロットし
レートと交易条件の均衡水 Z
ものが霞 8である。 さら
異業{笹と思われる 73年を除く 22年間で、交易条件からの'nE離を為替レートの
してみると、
均衛水準からの黍離
35 x 海衝為替レートからの傘離
均撫交易条件からの業離口Ll2- 0.
(
0
.
9
9
)(
8.
59
)
となる。た
しカッコ内は
t
f
i
重である。 これはほぼ，第点をとおる
の効果が有意に
見られるということである。為替レ…トが均寵よりも円高であれば究易条件は均衡
より良好な方 i
均に零離し、逆は逆になる。短期的に為替レートがアセットアプロー
どの論理で決定しているなら、短期的には為替レートから交易条件へという因
果関採があると
える。
0年の第 2次石油危機で大轄に悪化して以後、 8
5・
均額?交易条件の動ぎを見ると、 8
86
での関に意識に改善していることが読み取れる。現実のデータが 86年まで
、為替レートが i
現時
若油危機のショックを維持しているのと対照的である。
期に均額水準より丹
ι
-
わ
b
レ
ム
ロ
え
交易条件が均衝水準へ毘場している
せ
向に黍離が見られる。 プラザ¥合意以後急激に為替レート・
この時期の掲額からの黍離
によって 8
0年代の前半ば日本の輪出産業にとって有利な状況が作り出されていた
と えられるお との時期に輸出が急激に拡大し
と
え合わせると興味深いっ
日本(1)焚お条件と主令書野為草委レート
23
表 3 均衡交易条件お変化の饗閤別寄与量分解
生産性格差
燃料遣を備率
オイル価格
タ事滋生産性
;
合計
2.00
覧
0.00
部
0.2号
覧
0.82
覧
2
.5
7
覧
1
9
7
6
吉
覧
0
.7
O
.0
2
覧
0
.
0
6出
0
.
5
9
首
問
1
.2
7
発
1
9
7
7
2.25
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0
.
0
1覧
1
.0
8
覧
O
.1
0
覧
1
.1
5覧
1
9
7
5
伶
1
9
7
8
詫
-2.56
O
.0
1覧
4
.4
0
略
0.34
覧
1
9
7
9
1
.2
0
唱
0
.1
4
部
叩1
3
.1
9
詫
O
.3
7
事
1
9
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2
覧
5
.
6
1覧
1
.2
0
出
0
.
6
1弘
5.14
詫
1
9
8
1
0.49
首
1
.6
3覧
3
.
5
2
詫
-0.36
馬
5.04
垢
1
9
8
2
覧
0
.
8
9
1
.4
5弘
3.23
覧
-0.48
覧
4
.
8
3
事
0
.
4
5
現
0.52
首
0.39
話
0
.
5
7覧
0
.
2
0
覧
6
.1
2話
0.37
首
0.05
完
1
.3
1覧
1
宮8
4
0.07
覧
0
.
0
3見
0.92
覧
1
9
8
5
0
.
4
昔
話
1
.3
1弘
6.00
揺
1986
0.22
覧
1
9
8
3
ぬ
制
6
.
7
1覧
時
1
41
5需
宥
-0.06唱
-0.30
覧
0
.3
6
話
-0.43
覧
1
.5
3
嵩
0
.
0
1覧
0.89
覧
…O
.1
3出
-0.83
覧
1
9
8
8
-0.92
覧
O
.1
5
覧
0
.1
3覧
0
.0
3発
-0.97覧
1
9
8
9
叩0
.67
覧
…0
.
0
2
覧
1
.2
3
覧
ω
O
.1
4
部
2.00
覧
1
告9
0
O
.1
8拡
O
.1
4
目
0
.
5
1詫
…0
.15
覧
有
。1
0
見
1
9
8
7
1
9
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1
2.24
事
0
.
0
3
覧
0.46
弛
-0.28
覧
2.45
覧
1
9
9
2
0.96
覧
0.05
覧
0.65
覧
一O
.1
9
覧
1
.4
2出
1
9
9
3
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ヌド議では日本の為替レート・交易条件について決窓メカニズムに関して鮪単なぞ
ヂノレを提示することで考察を行った。そこで繰り逝し主張してきたことは、交
件と為帯レートは独立な経済変数であると言うことであった。本誌で特に注目した
のは、生産性要因である。生産性が為替レート、交易象件の相互依存関係を規定し
ているのであ
交易条件のヂータの観絡を紹介した中で重要なファインヂイング丘、生産性上昇
の重要な嬰盟が製品差別化、高付加価{断ヒにあるという事実であった。モデ、ノレ分軒
による結論は、日本の為替レート・交易条件の長期的な決定要因の一つは日本の生
産性向上であるという点であった。との再者を踏まえると、製品娃別{との成否が今
援の為替レ…ト・交易条件の変動の大きな決定要盟であると脅える。
為替レ…トを考える諜 i
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-中議・長期の視点が重要であると古くから指摘
されてきた(伊簸 1985;小宮 1999) 。しかし、特に長期においては、為替レ…ト・
交易条件は相依存的記関係を持っており、より本源的な要因に議論を握り下げる
ある。
われわれのモデルは静学モヂルで、あり簡易主主権をど前提にして議論を返事めてき
しかし、話統的な交易条件の議論はいわゆるトランスブァ…問題と時ばれる開輔を
中心に進められてきている。今後の線題として、貿易収支が均額しない動学的な経
済における為替レート・交易条件の決定要閣を探ることとしたい。その離には資本
移動などの要素も十分に考患することになるだろう。
参考文献
8
5
) r
貿易構造と為替レート:長期の為替レート決定メカニ
(
19
論集~
(東京大学) 5
1巻 1号
、 6
2
7
5
.
山卓・ヌド西泰三(19
9
9
) r
実費為替レート理論と笑註:展望」、
Fフィナンシャルレピ
二五一j! 4
8号
、 1
3
2
9
.
経済企痴編 (
1
9
9
4
)
r
年 次 経 済 報 告 平 成6
年 薮i大蔵省印刷局.
小窓縫太郎 (
1
9悌) If日本の産業・貿易の経済分析』東洋経済新報社.
ト
25
自塚議典(I抑 8
) ~物価の経済分析J
一一一一(19
9
9
)
r
物価指数の計器誤差と
わが冨の CPIから
IMES
D
i
s
c
u
s
s
i
o
nPaperS
e
r
i
e
sNo.9
9
J
2
6
.
通務産業省繍(1鈴 7
) ~通商白書平成9年抜』大蔵省印艇毘
探尾光洋他 (
1
9
9
9
)
r
為替レート変動と
ランスシート調整」、 β 本結成研安どすンタ
一￡念品設研タ古車議官霊安芸参 β 弓仁王会離研タ't:No.L
マッキノンR.・大野健一(19
9
8
) ~ドソレと円 J 日本経済新聞社.
吉川洋(19
8
7
)
r
地衡問・ドルレートについて J
~フィナンシヤノレレピュ….~
5
号
、 2
0
3
7
.
一一一(19
9
2
) 防本経済とマクロ経済学』
一一一(19
9
9
)
r
均衡為替レート J
~フィナンシャルレピニ，，-J1
4
8号
、 1
1
2
.
1
部4
) “ThePurchasingPowerP
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